公司债券融资过程中盈余管理存在性的实证研究

一、引言

随着我国金融市场的发展,直接融资成为企业重要的融资方式,越来越多的企业通过发行债券融资。《金融业发展和改革“十二五”规划》提出加快建设多层次金融市场体系,积极推动金融市场协调发展,显著提高直接融资的比重,积极发展债券市场。来自中国银行间市场交易商协会的统计数据显示,国内企业通过债券市场进行直接融资的比重显著提高,债券融资与信贷融资的比例由2006年的1︰50提高到2012年的1︰4;另外,来自央行的数据也显示出,2012年,非金融企业通过债券市场净融资2.25万亿元,占社会融资总量的14.28%,较上年提高约4%[2]。尤其是国内的信用债券市场发展迅速, 2012年银行间债券市场共发行公司信用债券(包括短期融资券、中期票据、企业债券、商业银行债券以及定向融资工具等)3.79万亿元,远超过政府债券的1.61万亿元,我国债券市场长期以来以政府债券为主的局面已经打破。

随着我国公司债券市场的发展,信用评级的作用显得日益重要。信用评级机构作为投资者与债券发行方之间的信息中介,通过分析债券发行主体以及债券自身的信用风险和违约风险,给出相应的信用等级水平,为投资者做出合理的投资决策提供重要的参考依据,而且债券发行方进行主体和债券的信用评级是发行债券的基本条件。

信用评级机构主要依据会计信息对债券发行主体及其所发行的债券进行信用评级,目的是为了评估发行方的偿债能力和违约风险。其中,盈利能力是信用评级机构重点关注的内容。缺少盈利增长潜力的公司,即使能够产生现金流,其在财务上也是缺乏稳健性的(Standard and Poor’s,2006)。根据已有的研究成果,企业经常采用会计手段或者通过安排真实交易来进行盈余管理,从而误导会计信息的使用者和以此为基础所形成的契约。那么,为了获得较高的信用评级水平,在进行信用评级之前,发债企业是否会通过盈余管理的方式来提高其盈利能力?更进一步,采用何种方式来进行盈余管理,是通过应计项目操作还是真实活动操作?影响其盈余管理程度的因素有哪些? 这些都是非常值得关注的现实问题。通过对这些问题的研究,有助于监管部门监督公司债券发行过程中的盈余管理行为,提高信用评级机构的执业能力,为公司债券市场的规范化发展和上市公司治理水平的优化提供理论和现实依据,并且为债券投资者进行投资价值分析提供新的信息和启示。

本节以2006～2012年在沪深证券交易所债券市场有发债主体初始信用评级的非金融上市公司为样本,研究发债主体初始信用评级和盈余管理的关系。信用评级行业在我国的起步时间较晚,相关学术研究并不多见,从公司微观层面进行的定量研究更是少之又少。与已有的文献相比,本节的贡献主要体现在以下三个方面:其一,丰富了国内债券市场信用评级的相关研究,目前国内还很少有学者关注发债企业在进行信用评级前的盈余管理行为,为国内信用评级行业的改革和发展提供一定的依据;其二,扩展了盈余管理的研究领域和研究视角,丰富了盈余管理动机的相关研究,国内虽然已有学者研究了企业在进行融资前的盈余管理行为,然而关注的焦点主要集中在股票发行、配股和增发过程中的盈余管理,而公司债券融资过程中的盈余管理行为同样值得关注;其三,结合中国特殊的制度背景,研究了产权特征对于信用评级和盈余管理之间关系的影响,丰富了新兴市场和转型国家中信用评级和盈余管理之间关系的相关研究。

二、研究假说

国内外已有的研究成果显示,上市公司在进入资本市场进行融资前后往往存在着盈余管理行为。债券融资作为重要的外部融资手段,上市公司在公开发行公司债券之前需要进行信用评级。从债券发行方的角度来看,信用评级既关系到债券能否顺利发行,同时也会影响到债券的票面利率和发行成本(Kliger and Sarig,2000;Ahmed et al.,2002;何平和金梦,2010;张淑君, 2013)。因此,发债企业有强烈的动机获得较高的信用评级水平(Graham and Harvey,2001)。信用评级机构会根据上市公司现实条件的变化,定期地对已经做出的评级进行修正。然而,信用评级机构既看重评级的准确性又看重评级的稳定性,往往不会对信用评级水平进行连续的调整。对于上市公司来说,获得有利的初始信用评级水平是非常重要的,因为初始信用评级是今后上市公司债券评级的参考基准,并且信用评级往往具有“黏性”(Demirtas and Cor-naggia,2013)。

当上市公司某一会计年度的盈利水平通过盈余管理得以提高以后,盈余在今后的会计年度要进行回转,所以会出现盈余水平在后续年度下降的情况。然而,评级机构并不会因此来修正信用评级水平,因为业绩的变化可能是临时性的,在接下来的会计年度可能会出现反转。因此,公司债券发行方并没有因为信用评级之前的盈余管理而马上得到惩罚。

国内公司债券的监管部门对于信用评级有着明确的规定,交易所公司债券的发债主体和债项的信用评级水平在AA以上,才能够成为债券质押式回购的标的,发改委则要求信用评级在AA-以下的发债主体,必须要有抵押、质押以及担保等增信措施,才能够发行企业债券。因此,为了保证债券的顺利发行,企业有动机获得较高的信用评级水平。另外,国内学者何平和金梦(2010)发现信用评级水平影响债券的发行成本;张淑君(2013)也发现企业债券的信用评级水平与信用利差负相关。可见,信用评级水平影响国内企业的融资成本。根据以上分析,本节提出如下假设:

假设1:公司债券的发债主体在进行初始信用评级前存在盈余管理行为。

除了应计项目盈余管理以外,公司还可以通过真实活动来进行盈余管理,二者对公司的现金流产生的影响具有差异性(Schipper,1989)。学术界最近的研究成果表明,应计项目盈余管理和真实活动盈余管理都是公司通常采用的盈余管理手段(Roychowdhury,2006; Cohen and Zarowin,2010; Zang, 2012;方红星和金玉娜,2011;林永坚等,2013;张自巧和葛伟杰,2013),二者相比,真实活动盈余管理所造成的经济后果更加严重(Gunny,2005; Zang, 2012)。例如,Kim et al.(2010) 研究了盈余管理对于信息不对称的影响,发现其加剧了外部投资者面临的信息风险,尤其是真实活动盈余管理,造成的后果更为严重。鉴于真实活动盈余管理是以企业实际发生的交易活动为基础的,因而会对公司的现金流和经营业绩产生实质性的影响,不利于公司的长期发展(Roy-chowdhury,2006; Cohen et al.,2008)。Cohen and Zarowin(2010)的研究证实了这一点,上市公司在股权再融资前所进行的真实活动盈余管理程度越高,再融资后其业绩的下滑程度就越严重。

在现实中,公司管理层可能同时采用应计项目盈余管理和真实活动盈余管理(Roychowdhury,2006; Cohen et al.,2008; Zang,2012)。Zang(2012)认为,公司管理层会根据不同盈余管理方式所带来的成本,在这两种方式之间进行权衡,并且通常首先进行真实活动盈余管理,然后再决定是否进行应计项目盈余管理及其程度,二者之间存在着一定的替代关系。尤其是当公司面临着较高的法律诉讼风险,并且诉讼失败可能带来沉重的代价时,其更倾向于进行真实活动盈余管理(Cohen et al.,2008; Zang,2012)。同时,Wu et al.(2011)发现,当公司所面临的外部审计质量提高时,公司可能会更多地通过真实活动进行盈余管理。因此,随着2007年我国新的《会计准则》和《公司法》的实施,在监管环境逐渐趋严、监管力度日益加强的情况下,应计项目盈余管理由于更容易被发现,公司面临的潜在诉讼成本增加,这在一定程度上可能会导致公司增加真实活动盈余管理,而相应地减少应计项目盈余管理。因为只要对相关信息进行了充分的披露,真实活动盈余管理往往并没有违背相关法律(蔡春等, 2011;顾鸣润等,2012)。因此,本节提出如下假说:

假设2:公司债券的发债主体在进行初始信用评级前可能会同时使用应计项目和真实活动两种方式进行盈余管理。

我国上市公司的一个鲜明特征是大量国有控股上市公司与民营控股上市公司共存,而产权性质的差异可能会导致上市公司的盈余管理行为具有一定的异质性。刘凤委等(2005)发现产权性质显著影响上市公司的治理机制、经营目标以及行为方式,并且发现产权性质与盈余管理程度显著相关,与国有控股的上市公司相比,法人控股的上市公司盈余管理程度更高。另外,孙亮和刘春(2008)发现,民营上市公司的盈余管理程度显著高于国有上市公司,并且认为这种差异主要与经营绩效的激励作用有关,而不是公司治理的制约作用。顾鸣润等(2012)则发现,产权性质不仅影响上市公司的盈余管理水平,而且影响公司治理机制与盈余管理之间的作用关系。可见,当评级对象为与政府有关的国有企业时,由于其在经营方面具有隐性的政府担保,形成一种债务软约束(Qian and Roland,1998; Wang et al.,2008),并且与政府之间的政治关联使得其面临的财务困境和破产风险也较低(Faccio et al.,2006),因此,产权性质可能影响信用评级与盈余管理水平之间的关系。据此,本节提出如下假设:

假设3:与民营上市公司相比,国有上市公司的信用评级与盈余管理之间的关系更弱。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本节的研究区间为2006～2012年,考虑到数据的可得性问题,研究对象为上市公司。上市公司在发行公司债券之前,需要进行主体信用评级,并且需要在随后的年度内进行跟踪评级。本节首先从债券市场数据库中识别出有公司债券发行记录的上市公司,每只公司债券的信用评级信息中都会有发债主体的历史信用等级,包括发债主体首次获得的信用等级,一直到最新一期获得的跟踪信用等级水平。本节的研究对象即为发债主体的初始信用等级,从公司债数据库中识别出所有存在初始信用评级的上市公司,同一家上市公司的初始信用评级是相同的,所以对于同一年度存在多次发行公司债券的上市公司来说,我们仅将其作为一个样本,最后共得到629家样本上市公司。样本上市公司的行业和年度分布情况见表4-1。可以看出,2009年以来,发行公司债券融资的上市公司数量迅速增加,尤其是近两年来,呈现出爆发式增长,这可能与近年来债券市场自身的快速发展有关,越来越多的企业选择更有成本优势的债券市场融资;从行业分布来看,几乎所有行业的上市公司都有通过债券市场融资的,但是总体来看,主要集中在制造行业。

表4-1 发债主体初始信用评级样本公司的行业分布与年度分布情况

续表

注:本表上市公司的行业划分是根据中国证监会在2001年制定的行业分类方法统计的。

与此同时,为了保证研究结论的可靠性和准确性,我们对样本执行以下筛选程序:(1)删除同时发行B股和H股的上市公司,因为B股和H股的计价货币不同,并且需要执行不同的信息披露规则;(2)删除金融行业的上市公司,因为金融类与非金融类上市公司在经营范围、资产负债结构和现金流等方面有较大的差异性;(3)删除发行债券当年同时进行IPO、配股以及增发的上市公司,因为上市公司在进行股权融资前往往存在着盈余管理动机;(4)删除发行债券当年属于ST或者净利润为负的上市公司,因为ST或净利润为负的上市公司具有盈余管理的动机;(5)删除相关财务数据缺失的上市公司,为了计算盈余管理指标,至少需要上市公司连续三年的财务数据。最后得到458家有发债主体初始信用等级的样本上市公司。本节所使用的公司债券市场信用评级数据和财务数据均来自WIND资讯金融终端数据库。

为了控制外部宏观环境、行业以及公司规模等因素所造成的影响,我们为每个检验样本公司选取一个控制样本。参照肖淑芳等(2009)、章卫东(2010)以及谢振莲和吕聪慧(2011)等国内已有的研究,控制样本的选取过程如下:(1)确定具有发债主体初始信用评级上市公司所属行业和获得初始信用评级前一年年末的资产规模;(2)选取与检验样本所在行业相同的上市公司,即证监会行业代码的前两位相同;(3)选择与检验样本在同一年度总资产规模最相近的上市公司作为控制样本组。

(二)变量定义

除了盈余管理指标以外,回归模型中各变量的含义如下:

CR:表示上市公司是否为发行公司债券而进行了信用评级。若上市公司具有初始信用评级水平,则取值为1;否则取值为0。

与此同时,为了克服遗漏变量所造成的偏误,我们参照国内外已有的研究,加入一系列控制变量。

Ln(size):表示上市公司的规模。采用上市公司获得初始信用评级上一个会计年度的年末总资产的自然对数来衡量。规模越大的公司,受到来自政府监管部门、机构投资者以及证券分析师的关注越多,外部监督水平的增强,提高了上市公司进行盈余管理的成本,因而使得上市公司倾向于向外界披露更多的高质量信息(Rajan and Zingdes,1995; Dechow and Dichev,2002)。与此同时,规模越大的上市公司,大股东从上市公司取得的收益相对更多,这提高了大股东进行盈余管理的动机(Watts and Zimmerman,1986)。可以看出,公司规模与盈余管理之间存在着一定的联系。

LEVERAGE:资产负债率。采用上市公司获得初始信用评级上一个会计年度年末公司的资产负债率。根据债务契约假说,为了避免违反债务契约或者政府干预,负债率较高的上市公司有动机通过盈余管理来提高账面利润水平,从而避免违反带有强制性条款的债务契约所带来的高成本(Defond and Jianbalvo,1994; Sweeney,1994)。与此同时,债务契约也可能造成会计稳健性(Watts,2003),使得资产负债率与盈余管理负相关。Deangelo et al. (1994)发现,对于陷入财务困境的上市公司来说,可能会降低盈余管理水平,从而可以在与债权人的谈判中获得让步。可以看出,资产负债率对于盈余管理也有一定的影响。

ROA:资产回报率。采用上市公司获得初始信用评级上一个会计年度的资产回报率来衡量。吴联生等(2007)发现,上市公司为了避免亏损而进行了一定程度的盈余管理,上市公司通过盈余管理,将ROA提高了0.012 2。为了控制上市公司因避免亏损而进行盈余管理的动机,我们在模型中加入ROA。

FIRST:第一大股东持股比例。La Porta(1999)发现,上市公司的股权集中度越高,其对外报告的财务信息质量越低。国内外学者的经验研究结果都表明,第一大股东的持股比例越高,其进行盈余管理的动机和能力越强(Fan and Wong,2002;孟焰和张秀梅,2006;王化成和佟岩,2006;章卫东,2010)。

除此以外,本节还进一步控制了公司成长性(GROWTH)、资产周转率(TURN)等在国内外其他学者的研究中曾控制的变量(Dechow et al.,1995;雷光勇和刘慧龙,2006;李增福等,2011;李江涛和何苦,2012;林永坚等, 2013)。变量定义及计算方法具体见表4-2。

表4-2 变量定义及计算方法

(三)回归模型设定

为了研究各解释变量对于发债主体初始信用评级前一年盈余管理程度的影响,本节通过构建以下回归模型进行分析。

EM=β0+β1CR+β2CR·CON+γControls+ε(4-1)

式中,EM代表发债主体进行初始信用评级前一年的盈余管理水平,为了分析信用评级对不同盈余管理方式的影响,本节分别用应计项目盈余管理水平DA和真实活动盈余管理水平DCFO、DPROD、DDISEXP和DREM衡量上市公司的盈余管理水平,CONTROLS为控制变量。

四、实证结果及分析

(一)描述性统计与差异性分析

1.描述性统计

表4-3报告了各变量的描述性统计结果。可以看出,应计项目盈余管理DA的均值为0.004;在真实活动盈余管理中,操控性现金流量DCFO的均值为0.059,操控性生产成本DPROD的均值为0.857,操控性酌量性费用DDI-SEXP的均值为0.103,真实活动盈余管理的总量DREM为0.696。样本公司的资产负债率LEVERAGE的均值为49.615,资产回报率ROA的均值为5.982,第一大股东持股比例FIRST的均值为38.481,说明样本公司存在着一定程度的股权集中现象,主营业务收入增长率GROWTH的均值为22.992%,总资产周转率TURN的均值为0.829,资产规模LNSIZE的均值为13.093。样本中,国有上市公司所占的比重为57.1%,说明样本公司中,国有上市公司与民营上市公司的数量相差不大。

表4-3 变量的描述性统计结果

续表

2.差异性分析

为了检验公司债券发行主体在获得初始信用评级前盈余管理行为的存在性,对样本公司在获得主体初始信用评级的前两年及当年共三个会计年度的盈余管理水平的年平均值进行单样本T检验;与此同时,参照已有研究的做法(Cohen and Zarowin,2010;Zang,2012;章卫东,2010;张自巧和葛伟杰, 2013),对盈余管理水平的中位数进行单样本Wilcoxon检验。这主要是因为,与平均值相比,中位数受到异常值的影响相对较小。

从表4-4可以看出,在单样本T检验中,样本公司在信用评级前两年以及当年,存在着显著的负向应计项目盈余管理,同时在信用评级前两年、前一年和当年都存在着高度显著的真实活动盈余管理;在单样本Wilcoxon检验中,应计项目盈余管理在信用评级的前两年显著,而真实活动盈余管理的检验结论与单样本T检验相同。综合来说,从盈余管理水平的时间序列数据来看,样本公司在获得初始信用评级前存在着显著的盈余管理,同时运用了应计项目盈余管理和真实活动盈余管理两种方式,并且以真实活动盈余管理为主,初步验证了本节的假设1和假设2。这与国内外许多学者的研究结论相一致,即企业同时运用应计项目和真实活动进行盈余管理,二者之间存在着一定的替代性(Cohen and Zarowin,2010;章卫东,2010;李增福等,2011;林永坚等,2013)。随着会计制度的完善和监管趋严,应计项目盈余管理更容易被外界发现,企业开始由应计项目盈余管理转向真实活动盈余管理(Cohen et al., 2008; Zang,2012)。

表4-4 盈余管理水平的单样本检验

续表

注:***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

虽然单样本检验证明了样本公司盈余管理行为的存在性,但这种盈余管理行为是否由企业进行信用评级所引发,还需要进一步通过配对样本检验来验证。表4-5报告了检验结果。从配对样本T检验的结果来看,与控制样本组相比,检验样本组在信用评级的前一年和当年存在着显著的调减费用的真实活动盈余管理;从配对样本Wilcoxon检验的结果来看,检验样本组在信用评级前一年存在着显著的调增盈余的应计项目盈余管理行为,而信用评级当年则存在显著的调减盈余的应计项目盈余管理行为,同时在信用评级前一年存在着显著的通过操控生产成本进行的真实活动盈余管理。总体来看,检验样本组在信用评级前一年存在着一定程度的应计项目盈余管理和真实活动盈余管理,进一步验证了本节的假设1和假设2。然而,与单样本检验的结果相比,配对样本检验得出的盈余管理显著性明显降低,这说明虽然检验样本在获得初始信用评级前存在着显著的盈余管理,但是并不能够完全由样本是否进行信用评级来解释。为了准确衡量信用评级对于盈余管理水平的影响,进一步采用多元回归分析来检验。

表4-5 盈余管理水平的配对样本检验

注:***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

(二)多元回归结果及分析

表4-6报告了自变量之间的相关系数。可以看出,部分自变量之间的相关系数显著,资产负债率与总资产净利率显著负相关,产权性质与资产负债率和资产规模都显著正相关。各自变量之间相关系数的绝对值都小于0.5,说明自变量之间的相关性较弱。

表4-6 自变量相关系数检验

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注:(1)表中列示的是Pearson相关系数;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

多重共线性的检验结果显示,各个回归模型的方差膨胀因子VIF都小于10,而容忍度Tolerance都大于0.1。因此,本节的回归模型总体设定不存在显著的多重共线性问题。

表4-7报告了多元回归的结果。可以看出,在回归模型(1)中,信用评级的系数为正,并且在5%的显著性水平上显著,说明信用评级对于发债上市公司前一年的应计项目盈余管理产生显著的正向影响,上市公司通过应计项目盈余管理来调增盈余,验证了本节的假设1和假设2;同时,产权性质会对信用评级与盈余管理之间的关系产生影响,信用评级与产权交互项的系数为负,并且在10%的显著性水平下显著,说明当评级对象为国有企业时,减弱了信用评级与盈余管理之间的正相关关系,验证了本节的假设3。

表4-7 多元回归结果

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注:(1)括号中为t值;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

在回归模型(2)中,信用评级的系数为负,并且在5%的显著性水平下显著,由于操控性现金流是一个负向指标,因此,信用评级增加了发债主体前一年的异常现金流水平,说明上市公司通过销售活动来进行真实活动盈余管理,验证了本节的假设1和假设2;同时,产权性质也对信用评级和操控性现金流之间的关系产生影响,信用评级与产权性质交互项的系数为正,并且在10%的显著性水平下显著,说明当评级对象为国有企业时,信用评级对于以操控性现金流衡量的真实盈余管理互动的影响程度降低,验证了本节的假设3。

在回归模型(3)和(5)中,信用评级以及信用评级和产权性质的交互项均显著,并且符号符合我们的预期,验证了本节所提出的3个假设,信用评级增加了发债主体前一年的异常生产成本和真实盈余管理的总量,而产权性质则削弱了这一关系,这与李琦等(2011)的研究发现相一致,评级机构在进行评级时会放松对国有企业的盈利质量要求,所以降低了国有企业进行盈余管理的动机。孙亮和刘春(2008)也发现民营上市公司的盈余管理程度显著高于国有上市公司。

在回归模型(4)中,信用评级以及信用评级与产权性质的交互项均不显著。

从实证检验的结果来看,评级对象在信用评级前一年综合运用了应计项目盈余管理和真实活动盈余管理两种方式,其中真实活动盈余管理主要通过操控销售和生产活动来实现,并且产权性质影响信用评级和盈余管理之间的关系,符合本节所提出的理论预期。与本节的研究结论相类似,国内学者李增福等(2011b)发现上市公司在股权再融资过程中同时使用应计项目操控和真实活动操控,并且三种真实盈余管理的具体方式都显著,由于长期以来国内上市公司具有股权融资偏好(陆正飞和叶康涛,2004;肖泽忠和邹宏,2008),这可能使得上市公司在股权融资过程中的盈余管理程度更加显著。

控制变量方面,资产负债率(LEVERAGE)在模型(1)中不显著,说明资产负债率对应计项目盈余管理的影响不显著,这与章卫东(2010)的发现相一致,在模型(3)和(5)中显著为正,在模型(4)中显著为负,说明资产负债率越高,上市公司的真实活动盈余管理程度越高,这与李增福等(2011c)以及林永坚等(2013)的发现相一致,也符合Watts and Zimmerman(1986)提出的债务契约假说。总资产净利率(ROA)在模型(2)和(4)中显著为正,在模型(1)、(3)和(5)中显著为负,说明经营业绩好的上市公司的盈余管理压力相对较小。主营业务收入增长率(GROWTH)在模型(1)和(4)中均显著,总资产周转率在模型(1)至(5)中均显著,这与李增福等(2011a,2011b)的发现相一致。产权性质(CON)的系数在模型(3)和(5)中的系数显著为负,说明国有企业的真实活动盈余管理水平更低,这与孙亮和刘春(2008)的发现一致,这可能与国有企业在债务融资过程中的“预算软约束”有关。公司规模(LNSIZE)的系数在模型(1)、(3)和(5)中显著为正,在模型(2)和(4)中显著为负,这与章卫东(2010)以及林永坚等(2013)的发现相一致,说明大公司有更强的动机进行盈余管理,这可能与大公司来自资本市场的压力更大有关(Richardson et al.,2002),并且由于大公司受到市场的监督更为严厉,治理结构也相对完善,因此大公司更倾向于选择具有隐蔽性的真实活动进行盈余管理。第一大股东的持股比例(FIRST)在模型(1)至(5)中均显著,且第一大股东的持股比例越高,上市公司的盈余管理水平越高,这与章卫东(2010)的发现相一致。

(三)稳健性检验

为了检验本节研究结论的可靠性,在变量选择方面,参照已有的研究(杨德明和胡婷,2010;李延喜等,2012),分别采用应计项目盈余管理水平、操控性现金流、操控性生产成本以及操控性酌量性费用的绝对值来代表应计项目操控水平和真实活动操控水平,主要结论没有发生变化。稳健性检验结果见表4-8。

表4-8 稳健性检验结果

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注:(1)括号中为t值;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

另外, 2007年国家颁布了新的会计准则,会计准则会对上市公司的盈余管理行为产生一定的影响(沈烈和张西萍,2007;刘永涛等,2011),剔除2007年以前的样本重新进行回归,结果依然不变,其稳健性检验结果见表4-9。

表4-9 稳健性检验结果

续表

注:(1)括号中为t值;(2)***表示在1%水平上显著,**表示在5%水平上显著,*表示在10%水平上显著。

五、本节小结

本节对中国上市公司获得主体初始信用评级前盈余管理的存在性、盈余管理的方式以及影响因素进行了理论分析,并且以2006～2012年间存在主体信用评级的A股上市公司为样本,运用应计项目操控模型和真实活动操控模型,对上述理论假说进行了实证检验。本节研究发现:其一,发债主体在信用评级前存在着盈余管理,说明其有动机为了获得有利的信用评级水平而进行盈余操控;其二,发债主体同时使用应计项目操控和真实活动操控两种盈余管理方式,说明二者之间存在着一定的替代性;其三,产权性质削弱了信用评级与盈余管理之间的关系,国有上市公司在信用评级前的盈余管理程度更低,这可能与信用评级机构放松了对于国有上市公司的盈余质量要求有关。

在我国大力发展公司债券市场的背景下,上市公司在债券融资过程中的盈余管理活动应当引起投资者、信用评级机构以及监管部门的关注。信用评级是债券投资者判断债券违约风险,评估债券价值的重要依据。这就要求信用评级机构必须提高自身的执业能力,有关监管部门要加强对上市公司债券融资行为的监管,尤其是融资过程中的盈余管理行为监管;同时,上市公司也要加强自身的公司治理,规范债券融资行为,促进我国公司债券市场的健康发展。

当然,本节的研究也存在着一定的不足之处:其一,本节仅关注了发债主体在信用评级前的盈余管理,而没有研究发债主体在债券发行之前的盈余管理情况;其二,本节使用应计项目操控和真实活动操控来衡量上市公司的盈余管理水平,还可能存在着其他的盈余管理方式,例如盈余的持续性、稳健性管理等;其三,我国的债券市场主要分为银行间市场和交易所市场,不同市场中发债主体在信用评级中的盈余管理行为可能存在着一定的差异。这些问题都有待进一步研究和完善。

[1] 本节内容发表于《证券市场导报》2014年第4期。

[2] 资料来源于中国债券信息网。